Book-Tax Differences Totais

A primeira análise considera as BTDs totais e se propõe a testar a primeira hipótese de pesquisa levantada em tópico específico na revisão de literatura. Os resultados encontram-se evidenciados na Tabela 5.

Tabela 5: Estimação do Modelo Logit – BTDs Totais

Variável Coeficiente z p-valor

Razão de Chance

BTDs Totais 0.3099 2.17 0.0300** 1.3632

Ativo Total -1.72E-09 -1.03 0.3050 1.0000

Opinião do Auditor no Exercício Anterior 2.9706 12.16 0.0000*** 19.5042 Tempo de Emissão do Relatório 0.0381 6.02 0.0000*** 1.0389

Constante -6.7665 -7.45 0.0000*** 0.0012

Observações 672

Pseudo R2 0.4381

Curva ROC 0.9095

Significância 10% * ǀ 5% ** ǀ 1% ***

Fonte: Stata, a partir dos dados da pesquisa.

Os resultados da Tabela 5 apontam que a variável de teste da primeira hipótese de pesquisa, representativa das BTDs totais, indica p-valor estatisticamente significante a 5% com relação à emissão de um relatório de auditoria com opinião modificada. Este resultado indica que o volume de BTDs totais evidenciado pela empresa é capaz de exercer influência sobre a opinião a ser emitida pelo auditor. Este achado se alinha com o entendimento de Cloyd, Pratt e Stock (1996) que defendem as BTDs podem indicar red flags e instigar maior escrutínio por parte das autoridades fiscalizadoras e de auditoria.

Adicionalmente, percebe-se que os resultados apontados na Tabela 5 confirmam a relação positiva esperada entre a variável de teste e a variável dependente, de modo que se torna possível aceitar a primeira hipótese de pesquisa. Este resultado indica que quanto maior o nível de BTDs totais, maior será a chance de que o auditor emita uma opinião modificada no relatório de auditoria. Estes resultados estão alinhados com os achados de Mills (1998), Martinez e Lessa (2014) e Kuo e Lee (2016). Com base nesses estudos, os auditores independentes são capazes de responder negativamente a maiores níveis de BTDs totais apresentados pelas empresas auditadas.

Com relação à razão de chance evidenciada na Tabela 5, conclui-se que uma empresa auditada com elevados níveis de BTDs totais tem 1,36 vezes mais de chance (aumento de 36% na possibilidade) de receber uma opinião modificada no relatório de auditoria. Esse indicador corrobora as conclusões de Hanlon, Krishnan e Mills (2012), que afirmam que BTDs refletem informações que representam altos riscos de gerenciamento de resultados, capazes de elevar o tempo e esforço dispendido nas atividades de auditoria. Dessa forma, é razoável a emissão de uma opinião de auditoria modificada, uma vez que Francis e Krishnan (1999) afirmam que a modificação de opinião é uma forma de minimizar os riscos para a auditoria independente.

Além disso, a Tabela 5 demonstra através do Pseudo R2 que 43,81% das opiniões de auditoria emitidas podem ser explicadas através do modelo proposto. Adicionalmente, a

qualidade do modelo de regressão, analisado por meio da curva ROC é de 0.9095, indicando que a discriminação do modelo é considerada excelente, pois está acima de 0,80 (FÁVERO et al., 2014). A Figura 1 apresenta a curva ROC gerada.

Figura 1: Curva ROC – BTDs Totais

Fonte: Stata, a partir dos dados da pesquisa.

A fim de validar ainda mais o modelo, foi realizado um teste de multicolinearidade, a partir do teste VIF (Variance Inflation Factor – Fator de Inflação da Variância), obtendo-se os resultados descritos na Tabela 6.

Tabela 6: Teste Fator de Inflação da Variância (VIF) – BTDs Totais

Variável VIF

BTDs Totais 2.72

Tempo de Emissão do Relatório 2.54 Opinião ao Auditor do Exercício Anterior 1.62

Ativo Total 1.10

Fonte: Stata, a partir dos dados da pesquisa.

Segundo Fávero et al. (2014), apesar de haver correntes que aceitem um VIF até 10, argumenta-se que um VIF acima de 5 já pode indicar problemas relacionados à multicolinearidade. Dessa forma, a partir dos valores indicados na Tabela 6, observa-se que todos os valores são menores do que 5, indicando a inexistência de problemas relacionados à multicolinearidade. Logo, conclui-se que o modelo de regressão proposto é adequado e robusto. Assim, corroboram-se seus resultados e se aceita a primeira hipótese de pesquisa.

Além disso, quanto ao p-valor da variável representativa do ativo total, este não se mostrou estatisticamente significativo. Isto significa que o tamanho da empresa não é significante para explicar a emissão de um relatório de auditoria com opinião modificada. Este achado converge com os achados de Dopuch, Holthausen e Leftwich (1987), Monroe e Teh (1993), DeFond, Wong e Li (2000) e Chen, S., Sun, Wu (2010). No entanto, estes, divergem dos achados de Krishnan, Krishnan e Stephens (1996), Chan, Lin, Mo (2006) e Hanlon,

Krishnan e Mills (2012), que encontram valores estatisticamente significantes e afirmam que empresas menores recebem mais opiniões modificadas no relatório de auditoria. Por sua vez, os resultados de Bradshaw, Richardson e Sloan (1999; 2001) apontam valores estatisticamente significantes, mas concluindo que empresas maiores recebem mais opiniões modificadas no relatório de auditoria. A inconsistência de achados em estudos anteriores torna razoável o resultado não significativo desta variável no presente estudo.

Quanto à opinião do auditor no exercício anterior, a Tabela 5 demonstra que o p-valor retornou estatisticamente significante, confirmando a previsão de uma relação positiva com a opinião de auditoria do exercício corrente. Os resultados convergem com os achados de Monroe e Teh (1993), Craswell, Stokes e Laughton (2002) e Chen, S., Sun e Wu (2010) e corroboram o entendimento de que a probabilidade de uma emissão de opinião de auditoria modificada aumenta no caso de uma opinião modificada anterior, geralmente pelo mesmo motivo, uma vez que as incertezas das empresas tendem a persistir por mais de um período. Além disso, empresas que receberam opiniões modificadas em exercícios anteriores possuem aproximadamente 19,5 vezes de chances a mais (aumento de 1.850% na probabilidade) de receber uma opinião de auditoria modificada no exercício corrente.

Com relação ao tempo de emissão do relatório de auditoria, a Tabela 5 aponta p-valor estatisticamente significativo e confirma a previsão de uma relação positiva com a ocorrência de uma opinião de auditoria modificada. Este resultado converge com os achados de Tsipouridou e Spathis (2014) e corrobora o entendimento de que a necessidade de esforços adicionais pode aumentar a possibilidade de emissão de opinião modificada no relatório. Além disso, confirma o pressuposto de que possíveis distorções que não foram detectadas tempestivamente deverão ser reapresentadas, aumentando o time lag e ensejando uma modificação no relatório de auditoria. Ademais, situações com grande tempo de emissão do relatório de auditoria possuem aproximadamente 1,04 vezes de chances a mais (aumento de 4% de probabilidade) de receber uma opinião de auditoria modificada.